囿於傳統凱恩斯主義的理論框架，關於我國財政政策對經濟周期波動作用的研究大多是從需求管理的角度入手，大量的文獻集中討論財政政策的“擠出”或“擠入”效應，此外，也有一些文獻研究財政政策對經濟增長的作用，它側重於財政政策的長期供給效應。
基於研究目的及技術上的考慮，目前，國內對財政政策的需求管理效應與供給管理效應的研究基本上是分開進行的。前者假定研究期限內，經濟的供給能力不變，後者則反之。然而，在現實經濟中，任何經濟政策的影響都是多方麵的，就財政政策而言。因其收支的項目不同，在影響社會需求總量的同時，必然引起需求構成或多或少的變化；著眼於擴大社會需求總量的政策舉措，不僅擴大了短期的社會需求，而且會改變經濟長期的供給能力。以政府基礎設施投資為例，在短期內，它不僅直接擴大了投資需求，而且通過乘數效應，拉動了民間投資需求，促進就業增長及私人消費的增加；從長期看，投資所形成的新基礎設施勢必增加一國的基礎設施數量，改善其水平，降低私人投資成本、生產成本、流通成本和交易成本，改善國民經濟的供給能力，推動經濟增長關於基礎設施投資對經濟增長的推動作用的文獻很多。政府通過財政支出進行基礎設施投資所拉動的民間投資，也將促進社會經濟有效供給能力的擴大，改善供給結構。因此，就具體的某項財政政策措施而言，其政策出發點可能有所側重，或著眼短期擴大需求，或著眼長期供給能力的改善，但是，其對經濟的影響，勢必二者兼具，尤其是從一個相對長的時段進行考察。
基於實際經濟周期理論的研究發現，不僅需求衝擊，而且供給衝擊也對短期經濟波動產生重要影響。普雷斯科特和基德蘭德（Prescott and Kydland，1982）首次利用動態一般均衡理論框架對美國實際經濟波動進行研究，並認為技術衝擊帶來的生產率衝擊可以解釋70%的產出波動。此後二十多年來，眾多文獻均證實了這一觀點有關於實際經濟周期理論研究的綜述，可參看Stadler（1994）、Rebelo（2005）。因此，理論與經驗研究發現，財政政策對宏觀經濟波動的作用事實上存在著兩種傳導渠道：（1）調節短期需求，直接作用於經濟波動；（2）通過不斷形成的新生產力，逐步改善供給能力，影響經濟波動。
長期以來，對於中國財政政策效應的討論，很少將其短期的需求衝擊效應及長期的供給衝擊效應做統一的分析。已有利用實際經濟周期理論研究中國財政政策的文獻，也主要是將財政作為外生需求衝擊變量予以研究的（陳昆亭等，2004；黃賾琳，2005；李浩等，2007）。
本章通過構建一個基準的三部門實際經濟周期模型，以此為基本框架，從需求衝擊及供給衝擊兩個角度考察我國財政政策的宏觀經濟波動效應及傳導渠道。因此，我們將財政支出為簡便起見，這裏我們隻考察財政支出政策對產出的影響。細分為生產性支出和非生產性支出。其中生產性支出的累積將以公共資本的形式進入生產函數，從而直接考察財政政策對產出的作用；非生產性支出則仍以外生衝擊變量的形式納入代表性消費者的效用函數。我們將構建三個不同的模型——（1）不包括財政支出的實際經濟周期模型（TRBC）；（2）財政支出作為需求衝擊納入消費者效應函數的實際經濟周期模型（GRBC）；（3）財政支出細分後將生產性支出納入生產函數，非生產性支出納入居民效用函數的實際經濟周期模型（PRBC），以研究上麵提出的問題。本章的安排如下，第1節引言，第2節模型構建；第3節求解模型並進行參數校準；第4節模擬結果及其分析；第5節是事實解釋；第6節提出政策推論。
目前國內外學界對財政的生產性支出範圍尚無統一的界定。（Barro，1990）定義的範圍較廣，將國防支出和教育支出一並納入生產性支出。趙誌耘和呂冰洋（2005）則認為，政府的生產性支出應當包括教育支出、基建支出和科學研發支出，分別作為人力資本投資、物質資本投資和科學研發投資。我們采用趙誌耘和呂冰洋（2005）的生產性支出定義構建生產性政府支出和非生產性政府支出序列。變動趨勢，可以看出自1993年起，我國非生產性的政府支出增長速度要明顯超過生產性支出。
1.生產函數參數的重新估計。
模型所設定的生產函數中，需要測算的參數有θK、θN和θG，由於我們假設私人資本和勞動力投入仍然是規模報酬不變，因此隻要測算出θK，就可以直接得到θN。問題在於私人資本存量Kt難以測算，為此，我們首先測算總資本存量及公共資本存量，然後由總資本存量減去公共資本存量得到私人資本存量。如前所述，我們所使用的1978～2005年總資本存量序列，參考了張軍和章元（2003）的測算法，至於公共資本存量，目前國內學術界有不同的測算方法。馬拴友（2000）根據公共部門投資流量數據和永續盤存法分別構造了私人部門資本存量和公共部門資本存量。其中，公共部門投資流量數據是使用每年電力、煤氣及水的生產供應業、交通運輸倉儲業、郵電通信業，國家機關、社會團體、政黨機關等公共部門固定資產投資形成的資本之和。基期資本采用的是國際通用的計算基期公式：K0I0g+δ來求得，其中g表示樣本期實際投資的年平均增長率，δ表示折舊率。這種做法的缺陷在於這些部門的固定資產形成並非完全來自於財政支出，可能因此高估公共資本存量。廖楚暉和劉鵬（2005）則從預算的口徑，使用預算內固定資產投資資金來源數據作為每年的政府投資流量，然後利用永續盤存法來計算公共資本存量。至於基期資本的推算，該文並沒有詳細給出。廖楚暉和劉鵬僅僅關注了對公共物質資本的測量，對於公共人力資本，如未能形成固定資產的教育支出、科研支出等沒有考慮。從財政生產性支出對經濟波動的影響看，這種算法顯得不夠全麵。
我們將趙誌耘和呂冰洋（2005）定義的政府生產性支出界定為政府生產性投資流量，進而計算政府的公共資本存量；基期資本則采用上述國際通用做法處理，折舊率設為5%，最終得到政府公共資本存量數據。
其中，Y、Ki、KG分別為按1978年不變價計算的實際產出、私人資本存量和公共資本存量。根據上述估計結果，可得θK0.7084，θN0.2916，公共資本的產出彈性為θG0.2832，小於馬拴友（2000）的估計結果（0.55），高於廖楚暉和劉鵬（2005）的估計結果（0.115）。
其次，考察政府非生產性支出衝擊的一階自回歸係數ψgc及其標準差σgc。采用的方法與之前模型GRBC中處理政府支出衝擊的方法一致，即先將政府非生產性支出轉化為以1978年為不變價的可比價序列，然後取對數，利用H-P濾波法消除趨勢，並分離出周期序列，最後對周期序列進行一階自回歸，得：ψgc0.674，σgc0.0505.
根據上述各模型的參數校準結果，我們可以解出從各模型中推導出來的線性方程組，求出待定係數值，並按照龔剛（2004）提供的校準模擬步驟，利用MATLAB軟件，模擬出每個模型的產出及其他宏觀經濟變量的波動情況。同樣的，這裏隻給出PRBC模型的計算結果，其餘兩個模型的計算結果請參看附錄1和附錄2.
（1）波動性方麵，投資波動幅度為0.083，約為產出波動的2.6倍，居民消費波動幅度為0.0375，約為產出波動的1.18倍，略大於產出波動，就業及資本的波動幅度則分別相當於產出波動的73.4%及54.2%。而以往研究中，卜永祥等（2002）利用1978～2001年間的中國宏觀經濟變量數據，測算出：中國投資波動幅度為0.0849，約為產出波動的2.73倍；消費波動幅度為0.0435，約為產出波動的1.4倍；資本的波動幅度相當於產出的68%。黃賾琳（2005）利用1978～2002年的數據，測算出：中國投資波動幅度約為產出的3.74倍，居民消費波動幅度約為產出的1.16倍，資本的波動幅度相當於產出的51.1%。總體上看，我們的研究與其他應用RBC模型研究中國情況的結論比較相似。在自然科學中，受控試驗結果的可重複性是證明研究結果可靠性，從而承認其發現的關鍵之一。顯然，這一思想在社會科學研究中也是適用的，問題在於目前的社會科學研究尚難以進行重複性受控試驗，但是，對同一社會過程的類似研究的相近結果，可以在一定程度上說明這樣研究結果的可靠性，即我們構建的模型與現實經濟比較接近，可以較好地描述自改革開放以來中國宏觀經濟變量的波動情況。
（2）粘持性方麵，產出的一階自相關係數為0.683，就業的一階自相關係數達到0.419.投資、資本積累及消費的一階自相關係數分別為0.663、0.642和0.627，體現出我國的宏觀經濟變量具備較強的自我傳導效應。
（3）協動性方麵，居民消費、投資與產出顯示出很強的順周期性，資本與產出的同期相關性較弱，且帶有明顯的超前性，就業與產出的周期變化則表現出較強的同期負相關，並存在一定的滯後正相關性。居民消費和投資的強順周期性很容易理解，也符合相關經濟理論的預期；資本弱周期性及超前性的關鍵原因在於資本形成的滯後，當期的投入需要一定的時間去轉化為資本，形成生產力；就業與產出較強的同期負相關和滯後相關性，則說明了就業波動與產出波動之間的關係：當經濟繁榮，訂單增加，企業總是先充分挖掘現有人力資源潛力進行產出擴張；隻有在經濟持續繁榮，不增雇人手就無法增加生產時，才會增加員工。相反，當經濟開始下滑時，企業一般並不立即裁員，而是選擇減薪，但盡可能維持現有員工就業，以備經濟複蘇之需；隻有到經濟下滑一定程度並持續一段時間之後，企業才會考慮裁員。就業與產出較強的同期負相關和滯後相關性，恰好反映了就業波動對產出波動的粘性。